Как найти показатели вариации интервального ряда

По данным выборочного обследования произведена группировка вкладчиков по размеру вклада в Сбербанке города:

Определите:

1) размах вариации;

2) средний размер вклада;

3) среднее линейное отклонение;

4) дисперсию;

5) среднее квадратическое отклонение;

6) коэффициент вариации вкладов.

Решение:

Данный ряд распределения содержит открытые интервалы. В таких рядах условно принимается величина интервала первой группы равна величине интервала последующей, а величина интервала последней группы равна величине интервала предыдущей.

Величина интервала второй группы равна 200, следовательно, и величина первой группы также равна 200. Величина интервала предпоследней группы равна 200, значит и последний интервал будет иметь величину, равную 200.

1) Определим размах вариации как разность между наибольшим и наименьшим значением признака:

Размах вариации размера вклада равен 1000 рублей.

2) Средний размер вклада определим по формуле средней арифметической взвешенной.

Предварительно определим дискретную величину признака в каждом интервале. Для этого по формуле средней арифметической простой найдём середины интервалов.

Среднее значение первого интервала будет равно:

второго – 500 и т. д.

Занесём результаты вычислений в таблицу:

Средний размер вклада в Сбербанке города будет равен 780 рублей:

3) Среднее линейное отклонение есть средняя арифметическая из абсолютных отклонений отдельных значений признака от общей средней:

 

Порядок расчёта среднего линейонго отклонения в интервальном ряду распределения следующий:

1. Вычисляется средняя арифметическая взвешенная, как показано в п. 2).

2. Определяются абсолютные отклонения вариант от средней:

3. Полученные отклонения умножаются на частоты:

4. Находится сумма взвешенных отклонений без учёта знака:

5. Сумма взвешенных отклонений делится на сумму частот:

Удобно пользоваться таблицей расчётных данных:

 

Среднее линейное отклонение размера вклада клиентов Сбербанка составляет 203,2 рубля.

4) Дисперсия – это средняя арифметическая квадратов отклонений каждого значения признака от средней арифметической.

Расчёт дисперсии в интервальных рядах распределения производится по формуле:

 

Порядок расчёта дисперсии в этом случае следующий:

1. Определяют среднюю арифметическую взвешенную, как показано в п. 2).

2. Находят отклонения вариант от средней:

3. Возводят в квадрат отклонения каждой варианты от средней:

4. Умножают квадраты отклонений на веса (частоты):

5. Суммируют полученные произведения:

6. Полученная сумма делится на сумму весов (частот):

Расчёты оформим в таблицу:

5) Среднее квадратическое отклонение размера вклада определяется как корень квадратный из дисперсии:

6) Коэффициент вариации – это отношение среднего квадратического отклонения к средней арифметической:

 

По величине коэффициента вариации можно судить о степени вариации признаков совокупности. Чем больше его величина, тем больше разброс значений признаков вокруг средней, тем менее однородна совокупность по своему составу и тем менее представительна средняя.

Интервальный вариационный ряд и его характеристики

Расчет показателей вариации

Тарифный разряд, x	Число рабочих, f		|d|f	d2f
2	4	-1,8	7,2	12,96
3	5	-0,8	4,0	3,20
4	9	+0,2	1,8	0,36
5	4	+1,2	4,8	5,76
6	2	+2,2	4,4	9,68
Итого	24		22,2	31,96

Следовательно,
индивидуальные значения отличаются в
среднем от средней арифметической на
1,15 разряда, или на 30,3%.

Среднее квадратическое
отклонение превышает среднее линейное
отклонение в соответствии со свойствами
мажорантности средних.

Значение коэффициента
вариации (30,3%) свидетельствует о том,
что совокупность достаточно однородна.

Как видно на рис.
3.1, распределение рабочих по тарифному
разряду несимметрично, поэтому
определяется показатель асимметрии:

Следовательно,
асимметрия левосторонняя, незначительная.

2. Имеются следующие
данные о возрастном составе рабочих
цеха (лет): 18; 38; 28; 29; 26; 38; 34; 22; 28; 30; 22; 23;
35; 33; 27; 24; 30; 32; 28; 25; 29; 26; 31; 24; 29; 27; 32; 25; 29;
29.

Для анализа
распределения рабочих цеха по возрасту
требуется:

1) построить
интервальный ряд распределения;

2) дать графическое
изображение ряда;

3) исчислить
показатели центра распределения,
показатели вариации и формы распределения.
Сформулировать вывод.

Решение

1. Величина интервала
группировки определяется по формуле

где т принимаем
равным 7.

Интервальный ряд распределения

Группы рабочих по возрасту (лет), х	Число рабочих, f	Накопленная частота, S
18-21	1	1
21 –24	3	4
24-27	6	10
27-30	10	20
30-33	5	25
33-36	3	28
36-39	2	30
Итого 30	30	–

2. Графически
интервальный вариационный ряд может
быть представлен в виде гистограммы,
полигона, кумуляты.

Гистограмма строится в прямоугольной
системе координат. По оси абсцисс
откладывают интервалы значений
вариационного признака, причем число
интервалов целесообразно увеличить на
два (по одному в начале и в конце имеющегося
ряда) для удобства преобразования
гистограммы в полигон частот. На отрезках
(интервалах) строятся прямоугольники,
высота которых соответствует частоте.

Для преобразования
гистограммы в полигон частот середины
верхних сторон прямоугольников соединяют
отрезками прямой, и две крайние точки
прямоугольников замыкаются по оси
абсцисс на середине интервалов, в которых
частоты равны нулю. На рис. 2 представлено
графическое изображение построенного
интервального вариационного ряда в
виде гистограммы и полигона частот.

Как видно из
графика, треугольники, относящиеся к
площади гистограммы и к площади полигона,
попарно равны между собой, и, следовательно,
площадь гистограммы и площадь полигона
данного вариационного ряда также
совпадают.

На
основе построенной гистограммы графически
можно определить значение моды. Для
этого правую вершину модального
прямоугольника соединяют прямой с
правым верхним углом предыдущего
прямоугольника, а левую вершину модального
прямоугольника соединяют с левым верхним
углом последующего прямоугольника.
Абсцисса точки пересечения этих прямых
и будет модой распределения. Мо = 28,3
года. На рис. 2 эти прямые линии, соединяющие
вершины прямоугольников, и перпендикуляр
из точки их пересечения показаны
пунктирной линией.

На рис. 3 представлена
кумулятивная кривая (кумулята).

Кумулята
может быть использована для графического
определения медианы. Для этого последнюю
ординату кумуляты делят пополам. Через
полученную точку проводят прямую,
параллельную оси х, до пересечения ее
с кумулятой. Из точки пересечения
опускается перпендикуляр до оси абсцисс.
Абсцисса точки пересечения является
медианой. Линии, определяющие медиану,
на рис. 3 показаны пунктирными линиями.
Me
= 28,6 года.

Рис. 2. Гистограмма
и полигон распределения рабочих цеха
по возрасту

Рис. 3. Кумулята
распределения рабочих цеха по возрасту

3. Расчет показателей центра распределения:

где х’ – среднее
значение признака в интервале (центр
интервала).

Для интервального
вариационного ряда порядок расчета
структурных средних следующий: сначала
находят интервал, содержащий моду или
медиану, а затем рассчитывают
соответствующие значения названных
показателей.

Модальным
в данном распределении является интервал
27 – 30 лет, так как наибольшее число рабочих
(f=
10) находится в этом интервале. Значение
моды определяется по формуле

Значение моды, полученное по формуле,
соответствует значению, полученному
на графике.

Место
медианы –
года

Медианным
является также интервал 27 – 30 лет, так
как в этом интервале находятся номера
15 и 16 ряда.

Для расчета
показателей вариации составляется
вспомогательная таблица (табл. 2.).

Следовательно, вариация возраста у
рабочих данного цеха не является
значительной, что подтверждает достаточную
однородность совокупности.

Таблица 2.

Таблица для расчета
показателей вариации

Группы рабочих по возрасту, лет	Центр интервала, лет (x’)	f	x’f		|d|f	d2	d2f
18-21	19,5	1	19,5	-9,2	9,2	84,64	84,64
21-24	22,5	3	67,5	-6,2	18,6	38,44	115,32
24-27	25,5	6	153,0	-3,2	19,2	10,24	61,44
27-30	28,5	10	285,0	-0,2	20,0	0,04	0,40
30-33	31,5	5	157,5	2,8	14,0	7,84	39,20
33-36	34,5	3	103,5	5,8	17,4	33,64	100,92
36-39	37,5	2	75,0	8,8	17,6	77,44	154,88
Итого	–	30	861,0	–	116,0	–	556,80

Как видно на рис.
2, распределение рабочих по возрасту
несимметрично, поэтому определяется
показатель асимметрии:

Следовательно, асимметрия правосторонняя,
незначительная. При правосторонней
асимметрии между показателями центра
распределения существует соотношение

Mo
< Me
<
.

Для
данного распределения это соотношение
выполняется, т. е. 28,33 < 28,65 < 28,70. При
левосторонней асимметрии (A_S
со знаком минус) соотношение между
показателями центра распределения
будет иметь вид:

Mo
> Me
>
.

Для имеющегося распределения, учитывая
незначительную асимметрию, целесообразно
определить показатель эксцесса
(островершинности):

где
₄
– центральный момент четвертого порядка;

Отрицательное значение эксцесса
свидетельствует о плосковершинности
распределения.

3. Имеются следующие
данные о времени простоя автомобиля
под разгрузкой:

№ пункта разгрузки	1	2	3	4	5	6	7	8	9	10
Число грузчиков	3	4	4	3	3	4	4	4	3	4
Время про- стоя, мин	12	10	8	15	19	12	8	10	18	8

Проверить закон
сложения дисперсий.

Соседние файлы в предмете [НЕСОРТИРОВАННОЕ]

• #
• #
• #
• #
• #
• #
• #
• #
• #
• #
• #

Содержание:

В результате статистической обработки материалов, полученных при измерении величины явления, можно подсчитать число единиц, обладающих конкретным значением того или иного признака.

Допустим, что в качестве изучаемого признака взят вес детали. Будем обозначать этот признак X. Измерения веса, например, 50 деталей дали следующие результаты (в г): 83, 85, 81, 82, 84, 82, 79, 84, 80, 81, 82, 82, 80, 82, 80, 82, 83, 84, 79, 79, 83, 82, 83, 85, 82, 82, 81, 80, 82, 82, .83,80, 82, 85, 81, 83, 81, 81, 83, 82, 81, 85, 83, 79, 81, 85, 81, 84, 81, 82.

Условились каждое отдельное значение признака обозначать

Если мы расположим отдельные значения признака (варианты) в возрастающем или убывающем порядке и укажем относительно каждого варианта, как часто он встречался в данной совокупности, то получим распределение признака, или вариационный ряд.

Вариационные ряды и их характеристики

Построим вариационный ряд для приведенного выше примера. Для этого находим наименьший вариант, равный 79 г, и, располагая варианты в возрастающем порядке, подсчитываем их частоту. Так, вариант 79 г встречается 4 раза, вариант 80 г — 5 раз и т. д. Расположим полученные варианты следующим образом (см. табл. 1).

Такой ряд называется вариационным рядом; он характеризует изменение (варьирование) какого-нибудь количественного признака (в нашем примере варьирование веса деталей). Следовательно, вариационный ряд представляет собой две строки (или колонки). В одной из них приводятся варианты, а в другой частоты.

Виды вариации

Вариация признака может быть дискретной и непрерывной. Дискретной вариацией признака называется такая, при которой отдельные значения признака (варианты) отличаются друг от друга на некоторую конечную величину (обычно целое число), т. е. даны в виде прерывных чисел. Непрерывной называется вариация, при которой значения признака могут отличаться одно от другого на сколь угодно малую величину. В качестве примера можно привести: для дискретной вариации признака — число станков, обслуживаемых одним рабочим, число семян в 1 кг и т. д.; для непрерывной вариации признака— процент выполнения рабочим нормы выработки, вес одного семени и т. д.

При непрерывной вариации распределение признака называется интервальным. Частоты относятся не к отдельному значению признака, как это бывает при дискретной вариации, а ко всему интервалу. Часто за значение интервала принимают его середину, т. е. центральное значение. В качестве примера можно привести интервальный вариационный ряд по проценту выполнения норм выработки.

Пример 1.

Распределение рабочих по проценту выполнения норм выработки.

Частость

Нередко вместо абсолютных значений. частот используют относительные величины. Для этой цели можно использовать долю частоты того или иного варианта (а также интервала) в сумме всех частот. Такая величина называется частостью и обозначается

Мы имеем частоты

Для получения суммы всех частот их нужно сложить

В математике используется знак (греческая буква сигма заглавная), означающий суммирование.

Следовательно, можно записать:

где значки 1=1 и i=n под и над  показывают, что суммированию подлежат все  при условии, что i принимает все целые значения от 1 до n.

В дальнейшем в подобных случаях (т. е. при суммировании по подстрочному номеру i) мы не будем записывать значения, принимаемые i, но будем помнить смысл записи (уже без указания значений, принимаемых i).

Для получения частости каждого варианта или интервала-нужно его частоту разделить на
   и т.д.,
где — частость первого варианта или интервала, — второго и т. д.

Вычислим частости, используя данные табл. 1:

Сумма всех частостей равна 1:

В нашем примере
0,08+0,1+0,2+0,28+0,16+0,08+0,1 = 1,00.
Частости можно выражать и в процентах (тогда сумма всех частостей равна 100%).

Границы интервалов

В интервальном вариационном ряду в каждом интервале различают нижнюю и верхнюю границы интервала:

• нижняя граница интервала
• верхняя граница интервала
• величина интервала

При построении интервальных вариационных рядов в каждый интервал включаются варианты, числовые значения которых больше нижней границы и меньше или равны верхней грани це. Так, в табл.12 в интервал 95—100% попадают все рабочие, выполнившие нормы выработки от 95 до 100% включительно. Рабочие, выполнившие план на 100,01%, попадают в следующий интервал. Разумеется надо стремиться строить интервалы так, чтобы избегать попадания значительного числа случаев на границы интервалов.

Интервальные вариационные ряды бывают с одинаковыми и неодинаковыми интервалами. В последнем случае чаще всего встречаются интервалы последовательно увеличивающиеся.

Пример 2.

Вариационный ряд с равными интервалами:

Пример 2а.

Вариационный ряд с последовательно увеличивающимися интервалами:

Свойства сумм

Как видно (и из дальнейшего изучения материала), нам приходится иметь дело с суммами. Рассмотрим некоторые свойства сумм.

1)    Сумма ограниченного числа слагаемых, имеющих одну и ту же величину (сумма постоянной), равна произведению величины слагаемых на их число:

2)    Постоянный множитель может быть вынесен из-под знака суммы и введен под знак суммы:

3)    Сумма алгебраической суммы нескольких переменных равна алгебраической сумме сумм каждой переменной:

(легко обобщается на большее число слагаемых).

Величина интервала

Для выбора оптимальной величины интервала, т. е. такой величины интервала, при которой вариационный ряд не будет очень громоздким и в нем не исчезнут особенности явления, можно рекомендовать формулу:

где n — число единиц в совокупности.

Так, если в совокупности 200 единиц наибольший вариант равен 49,961, а наименьший — 49,918, то

Следовательно, в данном случае оптимальной величиной интервала может служить величина 0,005.

Плотность распределения

В качестве характеристики ряда распределения применяют плотность распределения, которую вычисляют как отношение-частот или частостей к величине интервала.  

Различают абсолютную плотность распределения:

и относительную плотность распределения:

где -— плотности распределения, абсолютная (со значком А) и относительная (со значком О).

Пример 3.

По данным примера 2 вычислим относительную плотность распределения. Для первого интервала

для второго интервала

Расщепление интервалов

Часто возникает необходимость в расщеплении интервалов. Для этой цели можно воспользоваться следующим методом для интервальных вариационных рядов с равными интервалами.

Расщепление производится при предположении, что плотность вариационного ряда изменяется по параболе второго порядка. Имеется в виду, что весь интервал разбивается на две части: первую, составляющую долю  в величине интервала, и вторую 1—. Соответственно частость расщепляемого интервала F распадается на В этом случае:

где А —    частость интервала, предшествующего расщепляемому;

В —    частость расщепляемого интервала;

С —    частость интервала, последующего за расщепляемым;

—    приращение частости интервала, предшествующего расщепляемому ();

 —    второе приращение частостей — (В—А)=С—2В+А].

Пример 4.

По данным примера 2 произведем расщепление интервала 100—125% на две части, выделим часть интервала 100—120% и определим удельный вес рабочих, выполняющих норму выработки от 100 до 120%.

Имеем:

Получаем частость по соответствующей формуле:

В случае неравных интервалов вычисление усложняется.

Графические методы изображения вариационных рядов

Большое значение для наглядного представления вариационного ряда имеют графические методы его изображения. Вариационный ряд графически может быть изображен в виде полигона, гистограммы, кумуляты и огивы.

Полигон распределения (Дословно – многоугольник распределения) строится в прямоугольной системе координат. Величина признака откладывается на оси абсцисс, частоты или частости (точнее — плотности распределения) — по оси ординат.

На оси абсцисс отмечаются точки, соответствующие, величине вариантов, и из них восстанавливаются ординаты (перпендикуляры), длина которых соответствует численности этих вариантов. Вершины ординат соединяются прямыми линиями. Чаще всего полигоны применяются для изображения дискретных вариационных рядов, но могут быть применены и для интервальных рядов. В этом случае ординаты, пропорциональные частоте или частости интервала, восстанавливаются перпендикулярно оси абсцисс в точке, соответствующей середине данного интервала. Для замыкания крайние ординаты соединяются с •серединой интервалов, в которых частоты или частости равны нулю.

Пример 5.

По данным примера 1 строим полигон.

 

Гистограмма распределения строится аналогично полигону в прямоугольной системе координат. В отличие от полигона при построении гистограммы на оси абсцисс берутся не точки, а отрезки, изображающие интервал, а вместо ординат, соответствующих частотам или частостям отдельных вариантов, строят прямоугольники с высотой, пропорциональной частотам или частостям интервала.

В случае неравенства интервалов гистограмма распределения строится не по частотам или частостям, а по плотности интервалов (абсолютной или относительной). При этом общая площадь гистограммы равна численности совокупности, если построение производится по абсолютной плотности, или единице, если гистограмма построена по относительной плотности.

Если соединить прямыми линиями середины верхних сторон прямоугольников, то получим полигоны распределения.

Разбивая интервалы на несколько частей и исходя из того, что вся площадь гистограммы должна остаться при этом неизменной, можно получить мелкоступенчатую гистограмму, которая в пределе (за счет уменьшения величины интервала) перейдет в плавную кривую, называемую кривой распределения.

Пример 6.

Имеются данные о диаметре 200 валиков (см. табл. 4).

Чтобы по этим данным построить вариационный ряд с равными интервалами, изобразить его с помощью гистограммы, а затем превратить ее в мелкоступенчатую, производим следующие действия:

а) Выбираем наименьший вариант, а затем наибольший и находим между ними разность. Делим полученную разность на число проектируемых интервалов и получаем величину каждого интервала.

Так, наименьший интервал 49,918, наибольший — 49,961. Разность 49,961—49,918=0,043.

Допустим, мы хотим получить пять интервалов, тогда величина каждого интервала равна

Следовательно, будем иметь такие интервалы:

49,918—49,928; 49,928—49,938 и т. д.

Строим рабочую таблицу, в которой подсчитываем численность каждого интервала путём . разноски данных из табл. 4 в рабочую табл. 5 и проставления черточек, соответствующих единице счета. По мере накопления четырех черточек перечеркиваем их одной чертой и ведем счет пятками (см. табл. 5).

На основании рабочей таблицы получаем следующий вариационный ряд (см. табл. 6).

б) По полученному вариационному ряду строим гистограмму распределения: на оси абсцисс откладываем диаметры валиков, начиная с 49,918 до 49,968, а на оси ординат проставляем масштаб; далее строим прямоугольники с высотой, пропорциональной количеству валиков в каждом интервале.

Соединяем прямыми линиями середины верхних сторон прямоугольников и получаем полигон (см. график 2).

Для получения мелкоступенчатой гистограммы разбиваем интервалы на две равные части и получаем:

Если построить гистограмму по новому вариационному ряду, с уменьшенными интервалами, то получим гистограмму с более мелкими ступенями. Учет требования о неизменности площади гистограммы приводит к необходимости увеличить масштаб оси ординат вдвое.

Можно продолжить процесс расчленения интервалов и дальше, получая все более и более мелкоступенчатую гистограмму.

Кумулятивная кривая (кривая сумм — кумулята) получается при изображении вариационного ряда с накопленными частотами или частостями в прямоугольной системе координат. При построении кумуляты дискретного признака на ось абсцисс наносятся значения признака (варианты). Ординатами служат вертикальные отрезки, длина которых пропорциональна накопленной частоте или частости того или иного варианта. Соединением вершин ординат прямыми линиями получаем ломаную (кривую) кумуляту.

Пример 7.

По данным табл. 4 построить кумуляту.

Составляем дискретный вариационный ряд с накопленными частотами (при наличии частостей можно для построения кумуляты пользоваться ими; см. табл. 8).

Накопленная частота определенного варианта получается суммированием всех частот вариантов, предшествующих данному, с частотой этого варианта.

Используя накопленные частоты, строим кумуляту.

При построении кумуляты- интервального вариационного ряда нижней границе первого интервала соответствует частота, равная нулю, а верхней границе — вся частота интервала. Верхней границе второго интервала соответствует накопленная частота первых двух интервалов (т. е. сумма частот этих интервалов) и т. д. Верхней границе последнего (максимального) интервала соответствует накопленная частота, равная сумме всех частот.

Пример 8.

По данным табл. 7 построить кумуляту.

Составляем интервальный вариационный ряд с накопленными частотами (см. табл. 9). По полученным накопленным частотам строим кумуляту (см. график 5).

Огива строится аналогично кумуляте с той лишь разницей, что на ось абсцисс наносят накопленные частоты, а на ось ординат — значения признака. Если лист бумаги, на котором изображена кумулята, повернуть на 90° и посмотреть на него с обратной стороны на свет, то можно увидеть огиву.

График 5. Кумулята интервального вариационного ряда

Пример 9. По данным табл. 9 построим огиву (см. график 6)-

Накопленные частоты можно получать не только в восходящем порядке, но и в нисходящем, тогда частоты вариантов суммируются снизу вверх.

Пример 10.

По данным табл. 7. вычислить накопленные частоты в нисходящем порядке.

Средние величины

В качестве одной из важнейших характеристик вариационного ряда применяют среднюю величину. Математическая статистика различает ряд типов средних величин: арифметическую, геометрическую, гармоническую, квадратическую, кубическую и др. Все перечисленные типы средних могут быть исчислены для случаев, когда каждый из вариантов вариационного ряда встречается только один раз, — тогда средняя называется простой или невзвешенной, — и для случаев, когда варианты или интервалы повторяются различное число раз. При этом число повторений вариантов или интервалов называют частотой или статистическим весом, а среднюю, вычисленную с учетом статистического веса, —взвешенной средней.

Выбор одного из перечисленных типов средних для характеристики вариационного ряда производится не произвольно, а в зависимости от особенностей изучаемого явления и цели, для которой средняя исчисляется.

Практически при выборе того или другого типа средней следует исходить из принципа осмысленности результата при суммировании или при взвешивании. Только тогда средняя применена правильно, когда в результате взвешивания или суммирования получаются величины, имеющие реальный смысл.

Обычно затруднения при выборе типа средней возникают лишь в использовании средней арифметической или гармонической. Что же касается геометрической и квадратической средних, то их применение ограничено особыми случаями (см. далее).

Следует иметь в виду, что средняя только в том случае является обобщающей характеристикой, если она применяется к однородной совокупности., В случае использования средней для неоднородных совокупностей можно прийти к неверным выводам. Научной – основой статистического анализа является метод статистических группировок, т. е. расчленения совокупности на качественно однородные группы.

Степенная средняя

Все указанные типы средних величин могут быть получены из формул степенной средней. Если имеются варианты то средняя из вариант тов может быть исчислена по формуле простой невзвешенной степенной средней порядка z

При наличии соответствующих частот  средняя исчисляется по формуле взвешенной степенной средней

где  — степенная средняя;

z — показатель степени, определяющий тип средней;

х — варианты;

m — частоты или статистические веса вариантов.

Средняя арифметическая получается из формулы степенной средней при подстановке z=1

средняя арифметическая невзвешенная и

средняя арифметическая взвешенная.

Пример 11.

Измерения 20 единиц продукции дали следующие результаты (колонки 1 и 2):

Вычислить средний размер единицы продукции.

Находим среднюю арифметическую. Для этого исчисляем в табл. 11 колонку 3

Здесь умножение значения признака на вес и суммирование этих произведений дает общий размер продукции, т. е. имеет реальный смысл.

Средняя гармоническая получается при подстановке в формулу степенной средней значения z =—1.

Средняя гармоническая простая

Средняя гармоническая взвешенная

Средняя гармоническая вычисляется в тех случаях, когда средняя предназначается для расчета сумм слагаемых, обратно пропорциональных величине данного признака, т. е. когда суммированию подлежат не сами варианты, а обратные им величины

или

Пример 12.

По следующим данным о работе 22 рабочих в течение 6 часов вычислить среднюю гармоническую взвешенную.

В данном случае взвешивание состоит в делении по каждой группе количества рабочих (m) на затраты времени по изготовлению одной детали (х). Для проверки правильности выбора типа средней осмыслим результат взвешивания. Исходя из того, что все рабочие работали по 6 часов, количество рабочих можно рассматривать как величину, определяющую общие затраты времени. Тогда результат деления представит вполне осмысленную величину:

Таким образом, средняя гармоническая в данном примере применена правильно. При использовании средней гармонической для упрощения расчетов целесообразно пользоваться таблицами обратных чисел (см. приложение VIII).

Средняя квадратическая получается из формулы степенной средней при подстановке z=2    

    

средняя квадратическая невзвешенная и 

средняя квадратическая взвешенная.

Средняя квадратическая используется только в тех случаях, когда варианты представляют собой отклонения фактических величин от их средней арифметической или от заданной нормы.

Пример 13.

Имеются результаты измерения отклонений фактической длины изделий от заданной нормы.

Вычислим среднюю величину отклонений.

Находим среднюю квадратическую взвешенную; для этого исчисляем в табл. 13 колонки 3 и 4:

Значит, средняя величина отклонений фактической длины изделий от заданной нормы составляет 1,08 мм. В данном случае средняя арифметическая была бы непригодна, так как в результате мы получили бы нуль

Средняя геометрическая получается из формулы степенной средней при подстановке z=0:

Для раскрытия неопределенности этого вида прологарифмируем обе части равенства:

Теперь при подстановке z в правую часть равенства получаем неопределенность вида Используя правило Лопиталя и дифференцируя отдельно числитель и знаменатель по переменной z, получаем:

Таким образом:
   
Потенцируя, находим среднюю:

Это и есть формула средней геометрической невзвешенной, которая записывается сокращенно так:

где П — знак произведения;

n — число вариантов.

Если использовать частоты (m), то средняя геометрическая взвешенная примет следующий вид:

Вычисления средней геометрической в значительной мере упрощаются применением логарифмирования. Для невзвешенной средней геометрической  получаем:

Для взвешенной средней геометрической:

Таким образом, логарифм средней геометрической есть средняя арифметическая, из логарифмов вариантов (см. формулы средней арифметической).

Средняя геометрическая используется главным образом при изучении динамики (см. раздел II).

Расчет средних коэффициентов и темпов. роста производится по формулам средней геометрической.

Пример 14.

Выпуск промышленной продукции производился предприятием в следующих размерах:

Чтобы найти средний месячный коэффициент и темп роста промышленной продукции, определяем помесячные коэффициенты роста , которые в данном случае и являются вариантами:

Из найденных трех помесячных коэффициентов роста (вариантов) определяем средний месячный коэффициент роста по формуле средней геометрической. Для этого найденные коэффициенты роста перемножаются и из произведения извлекается корень третьей степени

Из разобранного примера можно сделать два вывода: во-первых, что произведение трех найденных коэффициентов роста можно получить без их предварительного исчисления путем деления апрельского объема продукции (12,0) на январский объем (10,2):

и, во-вторых, что показатель степени корня, равный трем (число коэффициентов роста), можно получить вычитанием единицы из числа приведенных в примере месяцев (четыре).

Таким образом, наиболее удобной для исчисления среднего коэффициента роста следует считать формулу:

  

где n — число приведенных дат или периодов;

— последний член ряда;

— первый член ряда.

Математические свойства средней арифметической

Из вышеуказанных средних наиболее часто применяется средняя арифметическая. Знание свойств средней арифметической позволяет упрощенно ее вычислять.

Математические свойства средней арифметической:

1) Средняя постоянной величины равна этой же постоянной

величине.

2) Сумма отклонений от средней, умноженных на веса (частоты), равна нулю:

(если все веса равны единице)
или    

Докажем это свойство для средней взвешенной.

Имеем: варианты

частоты

 откуда 

и 

Подводя под общий знак суммы, получаем:

Следовательно,

Пример 15.

Вычислить среднюю (по колонкам 1 и 2) и убедиться в правильности выведенной формулы.

3)    Если у всех вариантов х частоты m равны друг другу, то средняя арифметическая взвешенная равна средней арифметической невзвешенной. 

Имеем

Тогда:

4)    Если из всех вариантов (х) вычесть постоянную величину и из результатов вычитания, т. е. из отклонений вариантов от этой постоянной величины вычислить среднюю  то она окажется меньше искомой средней на эту постоянную величину Поэтому, чтобы получить среднюю из вариантов нужно к найденной средней прибавить ту же постоянную величину:

если

Доказательство.

Имеем отклонения от постоянной величины обозначенные

    
Находим среднюю из         

Откуда

Пример 16.

Вычислить среднюю путем вычитания 1000 из всех вариантов по следующим данным (колонки 1 и 2).
.

Пример 17.

Используя данные прёдыдущего примера, можно убедиться, что если за взять не 1000, а 1004, то величина средней не изменится.

5) Если все варианты (х) уменьшить в одно и то же число раз, т. е. разделить на постоянную величину (k), и из частных  вычислить среднюю, то онa окажется уменьшенной в такое же число раз, а поэтому, чтобы получить среднюю из вариантов нужно найденную среднюю умножить на ту же постоянную величину (k):

Доказательство.

Имеем частные от деления вариантов х на постоянную величину k, обозначенные х’:

Находим среднюю из 

откуда

Пример 18.

Вычислить среднюю путем деления всех вариантов на 100 по следующим данным (колонки 1 и 2):

6) При вычислении средней вместо абсолютных значений весов (m) можно использовать относительные величины структуры (частости), т. е. удельные веса отдельных частот в общей сумме всех частот (см. § 4), или относительные величины координации, которые получаются путем отношения частот всех вариантов к одной из частот, принятой за единицу

Если же удельные веса частот выражены в процентах, то

где — частость, т. е. доля частоты варианта в общей сумме частот.

Доказательство.

Значит

Пример 19.

Вычислить средний размер детали по следующим данным (колонки 1 и 2):

Предварительно найдем относительные величины структуры (колонка 3), а затем вычислим средний размер детали, используя их в качестве весов:

Если теперь вычислить средний размер детали, используя в качестве весов частоты, то получим:

что согласуется с результатом, полученным ранее.

Для вычисления средней можно было использовать колонку 4 :  

7) Если в частотах (m) имеется общий множитель (A), то его можно при вычислении средней не принимать во внимание т. е. взвешивание производить по сокращенным частотам  Численное значение средней от замены частот (m) на сокращенные частоты не изменится

Доказательство.

Имеем:

Разделим частоты на общий множитель А, содержащийся в них:

Тогда

Пример 20.

Вычислить среднюю по данным табл. 20 (колонки 1 и 2), произведя взвешивание вариантов по сокращенным весам.

Вычисляем среднюю по указанной формуле, предварительно сократив веса и заполнив колонки 3 и 4.

8) Общая средняя равна-.-взвешенной средней из частных средних: 

где — частные средние, т. е. средние для отдельных групп совокупности;

— средняя из вариантов первой группы; 

— средняя из вариантов второй группы и т. д.;

 —    частоты отдельных групп;

 —    частота первой группы;

— частота второй группы и т. д.

Доказательство.

Пусть имеются частные средние:

Найдем среднюю для всей совокупности:

Пример 21.

В трех, партиях продукции численностью 1000, 2000 и 500 единиц найден средний вес детали (в кг): 3,3; 3,1; 3,7. Вычислить средний вес детали во всех трех партиях

9) Сумма квадратов отклонений от средней меньше суммы квадратов отклонений от произвольной величины (В) на величину поправки С, равной произведению объема совокупности на квадрат разности между средней и данной произвольной величиной:

для случая невзвешенной средней или

для случая взвешенной средней.

Доказательство для случая невзвешенной средней.

Имеем:

Пользуясь свойствами сумм (см. стр. 11), производим преобразования:

На основании второго свойства средней арифметической  а поэтому

откуда

Пример 22.

По данным табл. 21 (колонки 1 и 2) убедиться в правильности указанных соотношений.

Вычисляем колонки 3, 4, 5, 6, 7, 8, 9 и находим:

Подставляя полученные результаты в формулу

 имеем:

Метод отсчета от условного нуля

Упрощенное вычисление средней, состоящее в использовании ряда ее свойств, называется методом отсчета от условного нуля и предполагает:

1. вычитание из всех вариантов начала отсчета или «ложного нуля»
2. деление всех вариантов или отклонений вариантов от начала отсчета на общий множитель, содержащийся в них (k);
3. условное принятие центра интервала за значение признака всех единиц в данном интервале.

Кроме того, в качестве весов используют сокращенные частоты или относительные величины (структуры или координации).

Формула исчисления средней методом отсчета от условного нуля:

где , т. е. отклонение от начала отсчета делится на общий множитель, а исчисление средней из в зависимости от того, какими весами мы располагаем, производится по одной из следующих формул:

где — относительные величины координации (см. табл. 19).

Пример 23.

Вычислить средний вес зерен (на ) по данным колонок 1 и 2 табл. 22 (см. стр. 38), используя метод отсчета от условного нуля.

Используем формулу предварительно заполнив колонки 3, 4, 5 и 6 табл. 22:

Метод стандартизации средних

Часто сравниваемые совокупности неоднородны по своему составу, и выводы при использовании средних для подобных сравнений могут оказаться неправильными. Чтобы .этого избежать, используют метод стандартизации.

Метод стандартизации средних наиболее разработан в статистике населения (демографической) и медицинской статистике, когда производится сравнение совокупностей с различными Структурами. Стандартизация достигается элиминированием (устранением) влияния различия в структурах совокупностей. Результат сравнения характеризует различие в средних при условии, что структура сравниваемых совокупностей одинакова.

Рассмотрим применение метода стандартизации на примере из медицинской статистики. Имеются данные о двух больницах А и Б по отделениям и в целом.

Получается парадоксальное положение, при котором по больнице Б итоговая (общая) летальность (8,4%) ниже, чем в больнице А (9,2%), хотя по всем отделениям летальность в больнице Б выше (см. последние две колонки).

Причиной этого парадокса является отличие удельных весов разных отделений в больницах. Доля терапевтического отделения (по числу больных) с самой высокой летальностью составляет в больнице А 60%„ а в больнице Б — 20%, а доля хирургического отделения, с самой низкой летальностью, в больнице А — 20%, а в больнице Б — 60%.

Устраним влияние различия в структурах и стандартизуем распределение больных по отделениям. В качестве стандарта можно взять распределение больных по отделениям в любой больнице или привлечь данные о распределении больных нескольких других больниц. Возьмем за стандарт распределение больных в больнице А. Тогда по больнице А общая летальность (9,2%) останется без изменения. По больнице Б произведем пересчет.

Находим среднюю стандартизованную летальность больных больницы Б:

Таким образом, после стандартизации летальность в больнице Б оказалась значительно выше,, чем в больнице А:

Следует иметь в виду, что полученное значение стандартизованной средней может служить только для сравнительных целей, абсолютное же ее значение принимать во внимание не следует.

Если за стандарт принять распределение больных в больнице Б, то получим следующую стандартизованную летальность для больницы А:

а отношение стандартизованных средних почти не изменится:

Мажорантность средних

Если вычислить различные типы средних для одного и того же вариационного ряда, то численные их значения будут отличаться друг от друга. При этом средние по своей величине расположатся в определенном порядке. Наименьшей из перечисленных средних окажется средняя гармоническая, затем геометрическая и т. д., наибольшей — средняя квадратическая. Порядок возрастания средних при этом определяется показателем степени z в формуле степенной средней и вытекает из «правила мажорантности».

Так,
при z= —1 получаем среднюю гармоническую,

при z= 0    »»    геометрическую,

при z= 1    »»    арифметическую,

при z= 2    »»    квадратическую:

Подробное выяснение общего условия мажорантности впервые было произведено А. Я. Боярским, доказавшим, что если две средние должны удовлетворять соответственно уравнениям

и    

то первая из них мажорантна в отношении если при любом значении аргумента

Для степенной средней порядка z имеем:

Это отношение для положительных значений с показателем x растет вместе с показателем z.

Пример 24.

Вычислить различные типы средних,по следующим данным (колонки 1 и 2) и убедиться в правильности порядка возрастания средних:

Заполняем колонки с 3-й по 8-ю и по соответствующим формулам исчисляем средние взвешенные:

Порядок средних определился в соответствии с правилом мажорантности:

17,41 < 18,14 < 18,8< 19,37.

Медиана

В качестве характеристики вариационного ряда применяется медиана (), т. е. такое значение варьирующего признака, которое приходится на середину упорядоченного вариационного ряда. Если в вариационном ряде 2m + 1 случаев, то значение признака у случая m + 1 будет медианным. Если в ряду четное число 2m случаев, то медиана равна средней арифметической из двух срединных значений.

Формулы для исчисления медианы при нечетном и четном числе вариантов:

Пример 25.

Дано девять вариантов признака х, расположенных в возрастающем порядке:

Вычислить медиану.

Имеем нёчетное число вариантов:

Находим медиану

Пример 26.

Дано 12 вариантов признака х, расположенных в возрастающем порядке:    

Ищем медиану.

Имеем четное число вариантов:

При исчислении медианы интервального вариационного ряда сначала находят интервал, содержащий медиану, путем использования накопленных частот или частостей. Медианному интервалу соответствует первая из накопленных частот или частостей, превышающая половину всего объема совокупности.

Для нахождения медианы при постоянстве плотности внутри интервала, содержащего медиану, используют следующую формулу:

где —нижняя граница медианного интервала;

k — интервальная разность;

— накопленная частота интервала, предшествующего медианному;

— частота медианного интервала.

Пример 27.

По данным табл. 7 вычислить медиану.

Используем табл. 9, в которой дана колонка накопленных частот. Так как вариационный ряд содержит 200 единиц, то медиана будет 100-й единицей, входящей в интервал 49,938— 49,943 (определяется из колонки 3 табл. 9 по накопленной частоте 121, первой из накопленных частот, которая превышает половину всего объема вариационного ряда). Следовательно:

Вычислим медиану:

Медиана может быть определена и графически по кумуляте или огиве. Для определения медианы по кумуляте последнюю ординату, пропорциональную сумме всех частот или частостей, делят пополам. Из полученной точки восстанавливают перпендикуляр до пересечения с кумулятой. Абсцисса точки пересечения и дает значение медианы.

П р и м е р 28. По графику 5 определить медиану.

Последняя ордината, как видно из графика, равна 200. Деление этой ординаты пополам дает точку А (100). Перпендикуляр из точки А до пересечения с кумулятой дает точку В. Абсцисса точки В, равная 49,941, и будет медианой.

Медиана обладает тем свойством, что сумма абсолютных величин отклонений вариантов от медианы меньше, чем от любой другой величины (в том числе и от средней арифметической).

Доказательство. Допустим, что в упорядоченном вариационном ряду, состоящем из n вариантов, в качестве начала отсчета отклонений взят вариант, расположенный так, что число вариантов меньше его m, а больше n—m.

Найденную сумму абсолютных величин отклонений от этого варианта обозначим

Если теперь передвинуть начало отсчета на один вариант вверх так, чтобы вариантов, величина которых меньше начала отсчета, было m—1, а больше n—m+1, то при этом сумма абсолютных величин отклонений вариантов меньших, чем начало отсчета, от начала отсчета уменьшится на m • с, где с — разность между старым и новым началами отсчета.

В то же время сумма абсолютных величин отклонений больших вариантов от нового начала отсчета отклонений увеличится на (n—m) • с. Новая сумма абсолютных отклонений окажется равной

Следовательно, при таком передвижении начала отсчета вверх новая сумма абсолютных отклонений будет уменьшаться до тех пор, пока   т. е. пока m больше половины n.

При сумма абсолютных отклонений будет, следовательно, наименьшей, а затем при дальнейшем передвижении начала отсчета начнет увеличиваться.

Теперь следует учесть, что n-й вариант, расположенный в середине вариационного ряда, и есть медиана.

Таким образом, минимальное свойство медианы будет доказано.

Это свойство медианы может быть использовано при проектировке расположения трамвайных и троллейбусных остановок, бензоколонок, ссыпных пунктов и т. д.

Например, на шоссе длиной 100 км имеется 10 гаражей. Для проектирования строительства бензоколонки были собраны данные о числе предполагаемых ездок на заправку с каждого гаража. Результаты обследования представлены в табл, на стр. 45.

Нужно поставить бензоколонку так, чтобы общий пробег автомашин на заправку был наименьшим.

Решение: Вариант 1. Если бензоколонку поставить на середине шоссе, т. е. на 50-м километре, то пробеги с учетом числа ездок составят:

а)    в одном направлении: 43 • 10 + 24 • 15 + 22 • 5 + 13 • 20 +

+ 10-5 + 4-25 = 1310 км;

б)    в противоположном направлении: 10-15 + 28-30 + 36-10 +

+ 42-65 = 4080 км.

Общий пробег в оба направления окажется равным 5390 км.

Вариант 2. Уменьшения пробега можно достигнуть, если бензоколонку поставить на 63,85-м километре (средний участок шоссе с учетом числа ездок).

В этом случае пробеги составят:

а)    в одном направлении: 56,85-10 + 37,85-15 + 35,85-5 + 26,85 -20 + 23,85-5+17,85 • 25 + 3,85 -15 = 2475,75 км;

б)    в противоположном направлении: 14,15-30 + 22,15-10 + 28,15-65 = 2475,75 км.

Общий пробег в оба направления составит 4951,5 км и окажется меньше, чем при первом варианте, на 438,5 км.

Вариант 3. Наилучший результат, т. е. минимальный общий пробег, будет получен в том случае, если мы поставим бензоколонку на 78-м километре, что будет соответствовать медиане.

Тогда пробеги составят:

а) в одном направлении: 71 • 10 + 52 • 15 + 50 • 5 + 41 • 20 + 38-5 + 32-25+ 18-15 = 3820 км;

б) в противоположном направлении: 8 • 10+14 • 65 = 990 км.

Общий пробег равен 4810 км, т. е. он оказался меньше общих пробегов, рассчитанных по предыдущим вариантам.

Мода

Модой () называется вариант, наиболее часто, встречающийся в данном вариационном ряду. Для дискретного ряда мода, являющаяся характеристикой вариационного ряда, определяется по частотам вариантов и соответствует варианту  с наибольшей частотой.

         В случае интервального распределения с равными интервалами модальный интервал (т. е. содержащий моду) определяется пр наибольшей частоте, а при неравных интервалах — по наибольшей плотности.

Вычисление моды производится по следующей формуле:

где
– нижняя граница модального интервала;

k—интервальная разность;

— частота модального интервала;

— частота интервала, предшествующего модальному;

— частота интервала, последующего за модальным.

Пример 29.

По данным табл. 7 находим моду.

Наибольшая частота, равная 49 (колонка 2, табл. 7), соответствует интервалу 49,938—49,943, который и будет модальным.

Следовательно:

Подставляя в формулу найденные значения, вычислим моду

Как видно из разобранного примера и примера 27, для данного вариационного ряда мода и медиана очень близки друг к другу.

Симметричные вариационные ряды

Вариационные ряды, в которых частоты вариантов, равно отстоящих от средней, равны между собой, называются симметричными. Особенностью симметричных вариационных рядов является равенство трех характеристик: средней арифметической, моды и медианы:

Этим пользуются для распознания симметричности вариации в тех случаях, когда она затушевана тем, что средняя приходится не на середину интервала и не на границу между двумя интервалами, т. е. в результате сдвига интервалов группировки ряд частот как таковых оказывается не вполне симметричным.

Пример 30.

По данным табл. 7 определить среднюю и сопоставить с модой и медианой, вычисленными по этим же данным в примерах 27 и 29.

Вычисляем среднюю (см. табл. 26):

Найденную среднюю сопоставляем с модой и медианой, вычисленными ранее:
(из примера 27);

(из примера 29);

Полученные характеристики по своей величине близки друг к другу, что дает нам основание считать данный вариационный ряд не очень отклоняющимся от симметричного.

Асимметричные вариационные ряды

Вариационные ряды, в которых расположение вариантов вокруг средней неодинаково, т. е. частоты по обе стороны от средней изменяются по-разному, называются асимметричными или скошенными. Различают левостороннюю и правостороннюю асимметрию.

Меры колеблемости (вариации) признака

Средние величины, характеризуя вариационный ряд одним числом, не учитывают вариацию признака, между тем эта вариация существует. Для измерения вариации признака математическая статистика применяет ряд способов.

Вариационный размах (R) (или широта распределения) есть разность между экстремальными (крайними) значениями вариационного ряда. Он представляет собой величину неустойчивую, чрезвычайно зависящую от случайных обстоятельств; применяется в качестве приблизительной оценки вариации.

В последнее время вариационный размах стал применяться в ряде отраслей промышленности при статистическом изучении качества продукции.

где — наибольший вариант вариационного ряда;

— наименьший вариант вариационного ряда.

Среднее линейное отклонение или простое среднее отклонение (р —ро) представляет собой среднюю арифметическую из абсолютных значений отклонений вариантов от средней.

В зависимости от отсутствия или наличия частот вычисляют среднее линейное отклонение невзвешенное или взвешенное:

где прямые скобки, в которых заключены разности между вариантами и средней, показывают, что непосредственное суммирование и суммирование после взвешивания производится без учета знаков.

Средний квадрат отклонения — дисперсия (обычно обозначаемый или ) наиболее часто применяется и в теории и на практике в качестве меры колеблемости признака. Если дисперсию вычисляют для всей совокупности, то ее обозначают а и называют общей дисперсией:

Дисперсия невзвешенная

Дисперсия взвешенная

Таким образом, общая дисперсия есть средняя арифметическая из квадратов отклонений вариантов от их средней арифметической.

Среднее квадратическое отклонение ( или ) представляет собой квадратный корень из дисперсии:

Среднее квадратическое отклонение невзвешенное

Среднее квадратическое отклонение взвешенное

Достоинством этого показателя по сравнению со средним линейным отклонением () является то, что при его вычислении никакого условного допущения о необходимости суммирования отклонений вариантов от средней без учета их знаков мы не делаем, а используем формулу средней квадратической (см. формулу на стр. 25), по которой при возведении отклонений в квадрат их знак безразличен.

Учитывая, что среднее линейное отклонение и среднее квадратическое отклонение представляют собой абсолютные величины, выраженные в тех же единицах измерения, что и варианты, для характеристики колеблемости признака используют относительные показатели – коэффициенты вариации (V), представляющие собой отношение среднего линейного отклонения или среднего квадратического отклонения к средней, выраженное в процентах (или в долях единицы):

Коэффициент вариации по среднему линейному отклонению

Коэффициент вариации по среднему квадратическому отклонению
Видоизмененный показатель коэффициента вариации по среднему линейному отклонению () представляет собой показатель неровноты (Н). Он применяется в текстильной промышленности в. качестве меры колеблемости при изучении неровноты пряжи (по толщине, весу и другим показателям)

Показатель неровноты невзвешенный

Показатель неровноты взвешенный

— общая средняя;

 — количество вариантов, величина которых меньше, чем общая средняя;

n — объем вариационного ряда;

—средняя из вариантов меньших, чем общая средняя;

— сумма частот вариантов, меньших общей средней;

—сумма частот всех вариантов.

 Доказательство (для показателя неровноты невзвешенного) .

Подставляя в формулу вместо его значение  

получаем:

 (без умножения на 100).

Разделим весь вариационный ряд на две части. Пусть в первую часть включены варианты меньшие, чем общая средняя, а во вторую — большие, чем общая средняя.

Тогда

где

—сумма отклонений вариантов, больших, чем общая средняя, от общей средней дает положительную величину;

— сумма отклонений вариантов меньших, чем общая средняя, от общей средней дает отрицательную величину.

Но так как представляет сумму абсолютных значений отклонений, перед вторым слагаемым ставим знак минус. Наос-новании свойства средней арифметической о том, что 0, делаем вывод, что и следовательно,

Учитывая, что под знаком суммы слагаемых будет выносим из-под знака суммы:

Делим и умножаем числитель на 

Пример 31.

По данным табл. 27 о крепости одиночной нити (в г) вычислим показатели вариации признака: вариационный размах, показатель неровноты, коэффициенты вариации по среднему линейному отклонению и среднему квадратическому отклонению.

Вычисляем R:

Находим среднюю: 

Находим Н. Интервал 190—200 расчленяем на две части: 190—192,16 и 192,16—200.
Аналогично поступаем с частотами: так как вся частота данного интервала равна 69, то, предполагая равномерное распределение признака внутри интервала, получим, что на величину, равную единице интервала, приходится 6,9 единицы частот (абсолютная плотность); на новый интервал (190—192,16), в котором интервальная разность равна 2,16, придется 6,9*2,16 = 14,9 единицы частот. Для простоты возьмем 15. Суммируя частоты вариантов, меньших общей средней, получим 255 (см. колонку 5 табл. 27). Суммируя произведения х

Вычисляем и .

Учитывая одно из свойств средней, а именно, что сумма отклонений от средней, соответствующим образом взвешенных, равна нулю, практически поступают следующим образом. В колонке 7 табл. 27, несмотря на знак прямых скобок, указывающих на абсолютную величину отклонений, для отрицательных отклонений от средней знак минус оставляют и ведут вычисление только до перемены знака на плюс. Взвешивают отрицательные отклонения от средней (колонка 8 табл. 27) и, так как сумма взвешенных положительных отклонений от средней должна быть равна сумме взвешенных отрицательных отклонений от средней, для определения общей суммы взвешенных отклонений найденную сумму удваивают.

Получаем:

Вычисляем

Между средним квадратическим отклонением  и средним линейным отклонением существует определенное соотношение (такое же соотношение, как между и ). По свойству мажорантности всегда больше

Если объем совокупности достаточно большой и распределение признака в вариационном ряде близко к нормальному (см. раздел IV), то связь между  и определяется по формуле:  

Отклонения от 125 в обе стороны зависят от близости распределения к нормальному.

Пример 32.

По данным примера 31. найти соотношение между  и

Имеем:

Это отношение не намного отличается от теоретического (1,25), что косвенно свидетельствует о близости взятого распределения к нормальному.

Свойства дисперсии

Средний квадрат отклонения — дисперсия — обладает рядом свойств, которые позволяют упростить вычисления.

1) Дисперсия постоянной величины равна нулю:

где с — постоянная величина;

— дисперсия постоянной величины.

2) Если все значения вариантов признака х уменьшить на постоянную величину, то дисперсия не изменится. Это позволяет вычислить дисперсию вариационного ряда путем вычитания из вариантов начала отсчета

где — дисперсия вариантов х;

—дисперсия вариантов, уменьшенных вычитанием
 

Доказательство для невзвешенной дисперсии

Имеем: со средней со средней

Тогда 

3)    Дисперсия алгебраической суммы независимых случайных величин (см. стр. 115 и далее) равна сумме их дисперсий:

4)    Если все значения вариантов х уменьшить в k раз, то дисперсия уменьшится в раз:

где —дисперсия из частных, полученных в результате деления вариантов на постоянную величину k.
 

Доказательство для невзвешенной дисперсии

Имеем: со средней со средней  Тогда:
  
Отсюда:    

5) Дисперсия суммы двух случайных величин, связанных корреляционной зависимостью, равна сумме их дисперсий плюс удвоенное произведение среднеквадратических отклонений на коэффициент корреляции между этими случайными величинами

где  — коэффициент корреляции между величинами у и х, определяемый по формуле

(Значение его как меры тесноты связи см. раздел «Корреляция».)

Пример 33.

Даны случайные величины у и х, связанные корреляционной зависимостью так, что  =0,5.

Найти дисперсию суммы этих случайных величин (для простоты дан пример без взвешивания).

Находим средние:

Определяем дисперсии:

Используя рассматриваемую формулу, имеем:

Убедимся, что если х + у = z, то получаем три значения z: 4, 8 и 9.
Находим: среднюю

дисперсию

т. е.

Результаты вычисления, произведенные по непосредственным данным и суммированным, совпадают. 

6) Дисперсия суммы двух случайных величин, связанных Линейной функциональной зависимостью (см. раздел «Корреляция»), равна сумме их дисперсий плюс или минус удвоенное произведение среднеквадратических отклонений:

В данной формуле знак плюс или минус определяется характером связи. При прямолинейной связи у с х знак, о котором идет речь, совпадает со знаком Если то в формуле берем знак плюс, если то берем знак минус.

Пример 34.

Даны две случайные величины х и у, связанные уравнением у=2+Зх.

Найти дисперсию суммы этих случайных величин. Находим средние:

Определяем дисперсии по формуле:

Используем рассматриваемую формулу. В данном случае берем знак плюс:

Убеждаемся, что если х + у = z, то получаем три значения z: 6, 14 и 22.

Находим: среднюю

дисперсию

т. е.

Вычисление дисперсии методом отсчета от условного нуля

Практически расчет дисперсии производят по формуле, упрощающей вычисления. Эта формула получена с учетом свойств дисперсии, а расчет по ней называется отсчетом от условного нуля:

Доказательство. Возьмем выражение     произведем некоторые преобразования и получим:

Так как второе слагаемое в фигурной скобке равно нулю:  то,  продолжая преобразования, получаем:

Отсюда:

и

Пример 35.

По данным табл. 27 (колонки 2 и 3) рассчитать дисперсию, используя формулу, упрощающую вычисления. Располагаем данные, необходимые для ее вычисления, в таблице (см. табл. 30).

Величина дисперсии совпадает с величиной, полученной в примере 31, но в данном случае вычисления в значительной мере упрощены.

Из формулы вытекает еще одна формула дисперсии.

При получаем:

или

где — средняя из квадратов вариантов.

— квадрат средней

Так, если вычислить дисперсию по данным табл. 27, пользуясь этой формулой, то получим:

Результат совпадает с дисперсией, полученной по этим данным в примере 31.

Частные дисперсии

Для каждой группы вариантов вариационного ряда может быть исчислена наряду с частной средней и дисперсия, которая называется частной дисперсией или внутригрупповой,

(невзвешенная);

 (взвешенная),

Где  — частная средняя i-й группы;

—частная дисперсия i-й группы.

( означает суммирование по i-й части совокупности).

Средняя из частных дисперсий

Из частных, т. е.

внутригрупповых, дисперсий может быть найдена средняя, которая обозначается

Средняя из частных дисперсий служит для характеристики среднего рассеяния признака внутри групп.

Межгрупповая дисперсия

Частные средние по группам могут не совпадать с общей средней Мерой колеблемости частных средних вокруг общей средней является меж-
групповая дисперсия — дельта квадрат в среднем

Правило сложения вариаций

Между общей дисперсией, средней из частных дисперсий и межгрупповой дисперсией “существует такая связь:    

Это — правило сложения вариации (или дисперсий).

Доказательство.

Пусть общая совокупность состоит из t групп численностью и

Частные средние общая средняя  и дисперсия

Частные дисперсии можно записать следующим образом.

откуда

Суммируя для всей совокупности, получаем:

Умножим обе части этого равенства на  тогда

Вычитая из обеих частей равенства  получим:

Левая часть равенства представляет собой общую дисперсию, т. е. . В правой части первое слагаемое есть средняя из частных дисперсий, т. е. а разность двух последних выражений— межгрупповая дисперсия Тогда:

Пример 36.

Используя данные табл. 27 и расчленяя вариационный ряд на две группы (1-я группа с интервала 120—130 до интервала 190—200 включительно, а 2-я группа с •интервала 200—210 до интервала 260—270), исчислить частные дисперсии, среднюю из частных дисперсий и межгрупповую дисперсию.

Начинаем расчет с 1-й группы (см. табл. 33):

= 195; k= 10;

Для 2-й группы получаем (по тем же формулам):

Вычисляем среднюю из частных дисперсий:

Находим межгрупповую дисперсию, используя общую среднюю для всего вариационного ряда, найденную в примере 31 и равную 192,16

Для получения общей дисперсии используем правило сложения вариации:

Результат совпадает с дисперсией, вычисленной в примере 31 по табл. 27 без расчленения вариационного ряда на две группы.

Вариация альтернативного признака

Наряду с количественной вариацией признака может иметь место и качественная вариация. Если, имеются два взаимно исключающих друг друга варианта, то вариация признака называется альтернативной.

Так, например, рассмотрение выпущенной продукции с точки зрения ее качества, т. е. пригодности к дальнейшему использованию, дает альтернативный признак. Обозначая наличие признака 1, а отсутствие — 0 и долю вариантов, обладающих данным признаком, — р, а долю вариантов, не обладающий им, — q

и замечая, что p + q=1, получаем сначала среднюю:

, а затем дисперсию альтернативного признака:

Следовательно,

§ 35. Из дисперсии альтернативного признака извлечением корня находится среднее квадратическое отклонение:

Пример 37.

Совокупность состоит из 10000 электрических, лампочек, включающих в свой состав 20 бракованных. Найти дисперсию признака и среднее квадратическое отклонение.

Находим долю брака и долю доброкачественных лампочек:

По формуле вычислим дисперсию:

а затем среднее квадратическое отклонение:

Попытки измерить колеблемость признака путем нахождения средней арифметической из квадратов разностей вариантов во всех возможных их попарных сочетаниях не вносят-ничего принципиально нового.

Можно доказать, что этот показатель представляет собой дисперсию, умноженную на 2, т. е.

Пусть, например, имеются варианты:

1; 3; 5; 6; 10.

Исчислим среднюю и дисперсию:

Вычислим абсолютные разности всех возможных попарных сочетаний, включая и сочетания каждого варианта с ним же:

1)    Разности попарных сочетаний с первым вариантом

1 — 1=0; 3—1=2; 5—1=4; 6—1 = 5; 10—1=9.

2)    Разности попарных сочетаний со вторым вариантом

3 — 3 = 0; 3—1 =2; 3 —5 = 2; 3 — 6 = 3; 3—10 = 7

и далее:

5    —5 = 0; 5—1 =4; 5 —3 = 2; 5 —6= 1; 5—10 = 5;

6    — 6 = 0; 6—1 =5; 6 — 3 = 3; 6 — 5= 1; 6—10 = 4;

10 — 10 = 0; 10 — 1 = 9; 10 —3 = 7; 10 —5 = 5; 10 —6 = 4.

Находим сумму квадратов 25 разностей и делением на 25 — среднюю арифметическую из квадратов разностей:

Замечаем, что этот же результат можно получить умножением дисперсии () на 2:

9,2*2=18,4.

Квартили и децили

Как уже было показано, медиана — это вариант, который делит упорядоченный вариационный ряд на две равные по объему группы. В каждой группе аналогично можно найти также вариант, делящий ее на две подгруппы. Такие варианты называются квартилями.

Различают нижний и верхний квартили. Иногда вычисляют и децили, т.е. такие варианты, которые делят вариационный ряд на 10 равных по объему групп.

При отношении объема двух подгрупп, как  к  имеем нижний квартиль при отношении объемов подгрупп к  верхний квартиль а при отношениях объемов групп  к    к  и т.д. —децили.
Формулы для расчетов в интервальном ряду:

нижнего квартиля

верхнего квартиля

где — минимальная граница интервала, содержащего нижний квартиль (определяется по накопленным частотам);

—то же, для верхнего квартиля;

k — интервальная разность;

 —накопленная частота интервала, предшествующего интервалу, содержащему нижний квартиль;

—то же, для верхнего квартиля;

—частота интервала, содержащего нижний квартиль;

—то же, для верхнего квартиля.

Вычисление децилей ничем принципиально не отличается от вычисления медианы и квартилей. Так, первый и второй децили могут быть вычислены по формулам:

и т.д.

Пример 38.

По данным табл. 7 вычислить нижний и верхний квартили (рекомендуется предварительно вспомнить вычисление медианы).

Используем табл. 9, в которой дана колонка накопленных частот. Нижний квартиль рассчитывается по соответствующей формуле Из итога колонки 2 табл. 9 видно, что численность совокупности для этого ряда равна 200 единицам. Следовательно, нижний квартиль соответствует 50-й единице. По колонке накопленных частот (3) видим, что нижний квартиль содержится в интервале 49,933—49,938, потому что первая из накопленных частот, превышающих 50, — это накопленная частота данного интервала.

Следовательно:

Находим нижний квартиль:

Верхний квартиль отвечает 150-й единице и содержится в интервале 49,943-49,948 (так как первая из накопленных частот, превышающая 150, равна 164 и соответствует данному интервалу).

Находим верхний квартиль:

Квартиль

В качестве характеристики колеблемости вариационного ряда применяется относительный показатель, подобный коэффициенту вариации, но для вычисления которого используются нижний и верхний квартили и медиана. Этот показатель называют квартилем без добавления слова нижний или верхний. Он исчисляется по формуле:

где — половина межквартильного расстояния.

Пример 39.

По результатам исчисления медианы, а также нижнего и верхнего квартилей по табл. 7 (см. примеры 27 и 38) найти квартиль.

Имеем:

Интересно, что величина коэффициента вариации, по данным табл. 7, довольно близка к полученной величине квартиля:

Моменты распределения

Обобщающими характеристиками вариационных рядов являются моменты распределения. Характер распределения может быть определен с помощью небольшого числа моментов. Способ моментов был разработан русским математиком П. Л. Чебышевым и успешно применен А. А. Марковым для рассмотрения возможностей использования закона нормального распределения при изучении сумм: большого, но конечного числа независимых случайных величин.

Средняя из k-x степеней-отклонений вариантов х от некоторой постоянной величины А называется моментом k-гo порядка:

При исчислении средней в качестве весов могут быть использованы частоты, частости или вероятности (см. раздел II). При использовании в качестве весов частот или частостей моменты называются эмпирическими, а при использовании вероятностей — теоретическими.

Порядок момента определяется величиной k. Эмпирический момент k-гo порядка находится как отношение суммы произведений k-x степеней отклонений вариантов от постоянной величины А на частоты к сумме частот:

В зависимости от выбора постоянной величины А различают следующие моменты:

1) Если постоянная величина А равна нулю (А=0), то моменты называются начальными. Приводим формулу всех начальных моментов:

Тогда:

при k = 0 получаем 

при k=1

при k=2

при k = 3

при k = 4

и т. д. Практически используют моменты первых четырех порядков.

Пример 40.

Вычислить начальные моменты первых четырех порядков, если варианты х имеют как отрицательные, так и положительные значения.

Располагаем все расчеты в таблицу:

Вычисляем моменты:

2) Если А не равно нулю, а некоторой произвольной величине (начало отсчета), то моменты называются начальными относительно и обозначаются

При подстановке различных значений k получаем начальные моменты относительно
при k=0

при k=1

при k=2

при k=3

при k=4

и т.д.

Из формулы момента первого порядка вытекает, что  т. е. средняя арифметическая равна началу отсчета плюс начальный момент первого порядка относительно начала отсчета. Если отклонения х от имеют общий множитель С, то на него можно разделить отклонения, а по окончании вычислений полученный момент умножить на этот множитель в соответствующей степени, т. е.

Отсюда следует, что 

При сравнении с вычислением средней методом отсчета от условного нуля видно, что (см. стр. 37) и тождественны. Поэтому вычисление средней методом отсчета от условного нуля иногда называют методом моментов.

Пример 41.

Вычислить начальные моменты относительно = 20 первых четырех порядков по данным колонок 1 и 2 табл. 35.

Располагаем все расчеты в таблицу:
Таблица 35

Возьмем в качестве вариант, равный 20, вычислим колонку 3, разделим все отклонения от начала отсчета на общий множитель С, равный 2, и получим значения в колонке 4, для которых начальные моменты вычислены в примере 40.

Для получения нужно найденные в примере 40 начальные моменты умножить на С, равное 2, в соответствующей степени:

Практически при нахождении начальных моментов относительно поступают следующим образом:

из всех вариантов вычитают начало отсчета и находят отклонения
делят эти отклонения на общий множитель 
находят начальные моменты для

путем умножения найденных начальных моментов на получают начальные моменты относительно
3) Если за постоянную величину А взять среднюю  то моменты называются центральными и обозначаются 

Тогда:

при k = 0

центральный момент нулевого порядка равен единице
при k=1

центральный момент первого порядка равен нулю
при k = 2

центральный момент второго порядка равен дисперсии и служит мерой колеблемости признака

при k = 3

центральный момент третьего порядка служит мерой асимметрии распределения признака. Если распределение симметрично, то
При k = 4

центральный момент четвертого порядка

Пример 42.

Вычислим центральные,моменты первых четырех порядков по данным табл. 36 (колонки 1, 2).

Располагаем все расчеты в таблицу (см. табл. 36). Получаем:

§ 40. Существует связь между начальными моментами первых четырех порядков вариантов  и начальным моментом 4-го порядка вариантов для случая, когда варианты меньше вариантов на единицу:

где — четвертый начальный момент вариантов

В правой части формулы все начальные моменты (от нулевого порядка до четвертого порядка) вариантов .

Практически данная формула используется для проверки

вычисления начальных моментов первых четырех порядков вариантов путем вычисления начального момента 4-го порядка новых вариантов  полученных прибавлением к вариантам единицы.

Если исчисления непосредственно из данных по формуле

и по формуле связи между моментами дают тождественные результаты, то это свидетельствует о правильности всех начальных моментов первых четырех порядков, вычисленных для вариантов

Пример 43.

Проверим правильность начальных моментов первых четырех порядков, вычисленных в примере 40.

Располагаем все расчеты в таблицу:

В колонке 3 записываем новые варианты путем прибавления к старым вариантам единицы.

Получаем по формуле:

Для расчетов по формуле связи между моментами привлекаем данные из примера 40:

Получаем:

Результаты совпадают, следовательно, начальные моменты первых четырех порядков в примере 40 вычислены правильно.

Вычисление центральных моментов, привлекаемых в качестве характеристик вариационного ряда, по формуле

 с точки зрения вычислительной техники довольно громоздко. Поэтому сначала вычисляют начальные моменты-относительно а для нахождения центральных моментов используют формулу перехода от начальных моментов, вычисленных относительно к центральным:

Знаки в формуле чередуются.

и т. д. обозначают числа сочетаний из: k по 1; k по 2; k по 3 и т. д.

Полагая в этой формуле k равным 0, 1, 2, 3, 4 и т. д., можем получить центральные моменты различных порядков:

Для вычисления центральных моментов высших порядков по найденным центральным моментам низших порядков и начальным моментам относительно подставляем в формулу третьего центрального момента величину найденную из формулы второго центрального момента:

т. е.

Пример 44.

Используя данные примера 41, где вычислены начальные моменты относительно  = 20, вычислим центральные моменты первых четырех порядков по соответствующим формулам и сверим полученные результаты с центральными моментами, вычисленными в примере 42.

Из примера 41 имеем:

По формулам центральных моментов получаем, используя начальные моменты:

Сравнивая центральные моменты первых четырех порядков, вычисленные по указанным формулам, с центральными моментами, вычисленными в примере 42 непосредственно по формуле убеждаемся в сравнительной простоте исчисления центральных моментов по приведенным в этом параграфе формулам.

Аналогично используются и формулы центральных моментов высших порядков по центральным моментам низших порядков.

Вычислим третий центральный момент по второму центральному моменту и начальным относительно моментам:

Вычислим и четвертый центральный момент по третьему и второму центральным моментам и начальным относительно моментам:

Исчисление центральных моментов сводится к:

1. нахождению начальных моментов и их проверке:
2. нахождению начальных моментов относительно произвольно выбранного начала отсчета
3. использованию формул перехода от начальных моментов относительно произвольно выбранного начала отсчета к центральным моментам

Пример 45.

По данным табл. 38 (колонки 1, 2 и 3) вычислить центральные моменты первых четырех порядков:

Начнем с вычисления начальных моментов. Для этого выбираем = 44,5, находим отклонения вариантов х от и делим эти отклонения на общий множитель с=3.

Все действия производим в табл. 38 и получаем колонку (колонка 4). Далее, произведя расчеты по формуле   находим начальные моменты. Для этого рассчитываем колонки 5, 6, 7 и 8.

Для простоты расчета числа колонки 5 получают перемножением чисел, расположенных в колонках 2 и 4, числа колонки 6 получают перемножением чисел колонок 4 и 5, числа колонки 7— перемножением чисел колонок 4 и 6 и т. д.

Проверяем вычисление начальных моментов первых четырех порядков. Для этого вычисляем колонки 9 и 10.

Числа колонки 9 получают прибавлением к числам колонки 4 единицы. Числа колонки 10 (а можно и 8) получают, используя таблицу, имеющую следующий вид:

В колонке 1 таблицы указаны частоты (m) от 1 до 50, а в верхнем заголовке — числа х’ или х”. Произведения  или находятся на пересечении соответствующей строки и столбца.

Так, если

если

и т. д. (см. приложение VII).

Используя формулу получаем:

Исчисляя  непосредственно по формуле  получаем:

Результаты вычисления по двум формулам совпадают, что свидетельствует о правильности расчета первых четырех начальных моментов.

Находим начальные моменты первых четырех порядков относительно выбранного начала отсчета 44,5 по формуле

Находим центральные моменты, используя формулы перехода от начальных моментов, вычисленных относительно

Вычисление моментов способом сумм

Вычисление моментов при равно отстоящих значениях признака может производиться двумя способами: 1) способом произведений, использованным нами ранее во всех случаях вычислений моментов, и 2) способом сумм, являющимся более упрощенным.

Таблица, в которой производятся все подготовительные расчеты для вычисления начальных четырех моментов, включает в себя колонки х и m и, кроме этого, 4 нумерованные колонки.

Рассмотрим пример вычисления начальных моментов способом сумм по данным табл. 38 (см. табл. 40).

Вся таблица делится на две части чертой, проведенной против частости, соответствующей В каждой части таблицы суммирование частот производится отдельно. Для верхней части таблицы в колонке 1 идут накопленные частоты начиная сверху, а для нижней части таблицы — начиная снизу. В остальных колонках накопление производится так же и заканчивается на одну клетку раньше, чем в предыдущей колонке.

Для получения ( —) суммируются числа верхней части таблицы, а для ( + ) —нижней части таблицы.

Величины S и D получаются сложением и вычитанием(—) и  ( + ). Так: S =(-) + ( + ), a D = (—) — ( + ).

Для вычисления начальных моментов по способу сумм используют следующие формулы:

Как видим, результаты вычислений по способу сумм совпадают с результатами примера 45.

Нормированные моменты

Второй центральный момент равен дисперсии, т. е.  Если среднее квадратическое отклонение  т. е. корень из дисперсии, иначе говоря, корень из второго центрального момента принять за стандарт, то отношение центрального момента k-гo порядка к стандарту в k-й степени сбудет называться нормированным моментом и обозначаться

Пример 46. По найденным в примере 45 центральным моментам найти нормированные моменты первых четырех порядков.

Из примера 45 имеем:

Находим сначала стандарт:

а затем нормированные моменты:

Использование нормированных моментов

Нормированные моменты используются при изучении вариационных рядов. Третий нормированный момент  называется мерой или. косости вариационного ряда.Знак перед указывает на направление асимметрии ряда. Если то вариационный ряд будет с левосторонней скошенностью, а если  — с правосторонней скошенностью. В симметричном ряде

Четвертый нормированный момент называется мерой крутости.

Если то распределение высоковершинное, если то распределение низковершинное, если то распределение близко к нормальному (см. раздел IV).

По результатам вычисления нормированных моментов в примере 46 видно, что отрицателен (—0,81), т. е. распределение с незначительной правосторонней скошенностью, а больше 3. Это указывает на высоковершинность данного распределения. В целом данное распределение не очень сильно отличается от нормального.

Коэффициент асимметрии

В качестве показателя отклонения вариационного ряда от симметрии применяется простой эмпирический коэффициент асимметрии представляющий собой отношение разности между средней арифметической и модой к среднему квадратическому отклонению:

Если то скошенность левосторонняя;

если то скошенность правосторонняя;

если то вариационный ряд симметричен.

Пример 47.

По данным примера 31 (табл. 27) вычислим коэффициент асимметрии.

Имеем:

Вычислим моду по формуле

В данном случае асимметрия небольшая и скошенность левосторонняя.

Задача

Рассчитать показатели вариации выручки (в интервальном ряду распределения):

1. Размах вариации.
2. Среднее линейное отклонение.
3. Дисперсию.
4. Среднее квадратическое отклонение.
5. Коэффициенты осцилляции и вариации.

  Таблица 1

Интервальный ряд распределения хозяйств по выручке на 100 га

Выручка на 100 га угодий, тыс. руб.	Число хозяйств
0-50	0
51-100	5
101-150	16
151-200	5
201-250	4
Всего:	30

Решение

К абсолютным показателям вариации относятся: размах вариации, среднее линейное отклонение, дисперсия и среднее квадратическое отклонение.

Размах вариации – показатель, определяющий насколько велико различие между единицами совокупности, имеющими наибольшее и наименьшее значение признака. Зависимость для его расчета имеет вид:

Размах вариации определяется для несгруппированных данных (табл. 1.1). Максимальное значение выручки на 100 га угодий равно 244,6 тыс. руб., а минимальное – 77,0 тыс. руб. Тогда размах вариации составит:

R = 244.6 – 77.0 = 167.6

Среднее линейное отклонение – показатель, отражающий типичный размер признака. Расчетная зависимость для его определения имеет вид:

где:   xi – варианты признака (выручки на 100 га угодий). В интервальном ряду за значения признака принимается середина интервала;
fi – частота интервала.

Расчет среднего линейного отклонения приведен в табл. 2

Таблица 2

Расчет среднего линейного отклонения интервального вариационного ряда

Выручка на 100 га	Число хозяйств	Середина интервалов, xi
0-50	0	25	113,3	0
51-100	5	75	63,3	316,7
101-150	16	125	13,3	213,3
151-200	5	175	36,7	183,3
201-250	4	225	86,7	346,7
Всего:	30	313,3	1060,0

Среднее линейное отклонение интервального ряда равно:

Дисперсия – средняя величина квадратов отклонений индивидуальных значений признака от их средней величины. Формула для расчета дисперсии для интервального вариационного ряда имеет вид:

Расчет дисперсии интервального ряда приведен в табл. 3.

Таблица 3

Расчет дисперсии интервального вариационного ряда

Выручка на 100 га	Число хозяйств	Середина интервалов, xi
0-50	0	25	12844,4	0,0
51-100	5	75	4011,1	20055,6
101-150	16	125	177,8	2844,4
151-200	5	175	1344,4	6722,2
201-250	4	225	7511,1	30044,4
Всего:	30	25888,9	59666,7

Дисперсия равна:

Среднеквадратическое отклонение рассчитывается как корень из дисперсии:

К относительным показателям вариации относятся:

1. Линейный коэффициент вариации:

Анализ дискретного ряда распределения показывает, что наиболее распространенным значением (5 торговых точек) является медианное значение.

Средняя выручка на 100 га угодий составила 138,3 тыс. руб. на 100 га. Наиболее распространенное значение (мода) — 125,5 тыс. руб. К абсолютным показателям вариации относятся: размах вариации (167,6), среднее линейное отклонение (35,3), дисперсия (1988,9) и среднее квадратическое отклонение (44,6).

Относительные показатели вариации: коэффициент осцилляции (1,21), линейный коэффициент вариации (0,255) и коэффициент вариации (0,322).

Коэффициент вариации в статистике: примеры расчета

Как доказать, что закономерность, полученная при изучении экспериментальных данных, не является результатом совпадения или ошибки экспериментатора, что она достоверна? С таким вопросом сталкиваются начинающие исследователи.Описательная статистика предоставляет инструменты для решения этих задач. Она имеет два больших раздела – описание данных и их сопоставление в группах или в ряду между собой.

• Показатели описательной статистики
• Среднее арифметическое
• Стандартное отклонение
• Коэффициент вариации
• Расчёты в Microsoft Ecxel 2016

Показатели описательной статистики

Существует несколько показателей, которые использует описательная статистика.

Среднее арифметическое

Итак, представим, что перед нами стоит задача описать рост всех студентов в группе из десяти человек. Вооружившись линейкой и проведя измерения, мы получаем маленький ряд из десяти чисел (рост в сантиметрах):

168, 171, 175, 177, 179, 187, 174, 176, 179, 169.

Если внимательно посмотреть на этот линейный ряд, то можно обнаружить несколько закономерностей:

• Ширина интервала, куда попадает рост всех студентов, – 18 см.
• В распределении рост наиболее близок к середине этого интервала.
• Встречаются и исключения, которые наиболее близко расположены к верхней или нижней границе интервала.

Совершенно очевидно, что для выполнения задачи по описанию роста студентов в группе нет необходимости приводить все значения, которые будут измеряться.

Для этой цели достаточно привести всего два, которые в статистике называются параметрами распределения. Это среднеарифметическое и стандартное отклонение от среднего арифметического.

Если обратиться к росту студентов, то формула будет выглядеть следующим образом:

Среднеарифметическое значение роста студентов = (Сумма всех значений роста студентов) / (Число студентов, участвовавших в измерении)

Если свести все к строгим математическим терминам, то определение среднего арифметического (обозначается греческой буквой – μ («мю»)) будет звучать так:

Среднее арифметическое – это отношение суммы всех значений одного признака для всех членов совокупности (X) к числу всех членов совокупности (N).

Если применить эту формулу к нашим измерениям, то получаем, что μ для роста студентов в группе 175,5 см.

Стандартное отклонение

Если присмотреться к росту студентов, который мы измерили в предыдущем примере, то понятно, что рост каждого на сколько-то отличается от вычисленного среднего (175,5 см). Для полноты описания нужно понять, какой является разница между средним ростом каждого студента и средним значением.

На первом этапе вычислим параметр дисперсии. Дисперсия в статистике (обозначается σ2 (сигма в квадрате)) – это отношение суммы квадратов разности среднего арифметического (μ) и значения члена ряда (Х) к числу всех членов совокупности (N). В виде формулы это рассчитывается понятнее:

Значения, которые мы получим в результате вычислений по этой формуле, мы будем представлять в виде квадрата величины (в нашем случае – квадратные сантиметры). Характеризовать рост в сантиметрах квадратными сантиметрами, согласитесь, нелепо. Поэтому мы можем исправить, точнее, упростить это выражение и получим среднеквадратичное отклонение формулу и расчёт, пример:

Таким образом, мы получили величину стандартного отклонения (или среднего квадратичного отклонения) – квадратный корень из дисперсии. С единицами измерения тоже теперь все в порядке, можем посчитать стандартное отклонение для группы:

Получается, что наша группа студентов исчисляется по росту таким образом: 175,50±5,25 см.

Коэффициент вариации

Среднее квадратичное отклонение хорошо работает с рядами, в которых разброс значений не очень велик (это хорошо прослеживалось на примере роста, где интервал был всего 18 см).

Если бы ряд наших измерений был значительнее, а варьирование роста было сильнее, то стандартное отклонение стало непоказательным и нам потребовался бы критерий, который может отразить разброс в относительных единицах (т. е.

в процентах, относительно средней величины).

Для этих целей предусмотрены абсолютные и относительные показатели вариации в статистике, характеризующие вариационные масштабы:

• Квадратический коэффициент вариации.
• Размах вариации.
• Коэффициент осцилляции.

Квадратический коэффициент вариации (обозначается как Vσ) – это отношение среднеквадратичного отклонения к среднеарифметическому значению, выраженное в процентах.

Для нашего примера со студентами, определить Vσ несложно — он будет равен 3,18%. Основная закономерность – чем больше будет изменяться значение коэффициента, тем больше разброс вокруг среднего значения и тем менее однородна выборка.

Преимущество коэффициента вариации в том, что он показывает однородность значений (асимметрия) в ряду наших измерений, кроме того, на него не оказывают влияния масштаб и единицы измерения. Эти факторы делают коэффициент вариации особенно популярным в биомедицинских исследованиях. Будет считаться, что эксцесс значения Vσ =33% отделяет однородные выборки от неоднородных.

Если найти в ряду значений роста (первый пример) максимальное и минимальное значения, то получим размах вариации (обозначается как R, иногда ещё называется колеблемостью). В нашем примере – это значение будет равно 18 см. Эта характеристика используется для расчёта коэффициента осцилляции:

Коэффициент осцилляции – показывает как размах вариации будет относиться к среднему арифметическому ряда в процентном отношении.

Расчёты в Microsoft Ecxel 2016

Можно рассчитать описанные в статье статистические показатели в программе Microsoft Excel 2016, через специальные функции в программе. Необходимая информация приведена в таблице:

Наименование показателя	Расчёт в Excel 2016*
Среднее арифметическое	=СРГАРМ(A1:A10)
Дисперсия	=ДИСП.В(A1:A10)
Среднеквадратический показатель	=СТАНДОТКЛОН.В(A1:A10)
Коэффициент вариации	=СТАНДОТКЛОН.Г(A1:A10)/СРЗНАЧ(A1:A10)
Коэффициент осцилляции	=(МАКС(A1:A10)-МИН(A1:A10))/СРЗНАЧ(A1:A10)

* — в таблице указан диапазон A1:A10 для примера, при расчётах нужно указать требуемый диапазон.

Итак, обобщим информацию:

1. Среднее арифметическое – это значение, позволяющее найти среднее значение показателя в ряду данных.
2. Дисперсия – это среднее значение отклонений возведенное в квадрат.
3. Стандартное отклонение (среднеквадратичное отклонение) – это корень квадратный из дисперсии, для приведения единиц измерения к одинаковым со среднеарифметическим.
4. Коэффициент вариации – значение отклонений от среднего, выраженное в относительных величинах (%).

Отдельно следует отметить, что все приведённые в статье показатели, как правило, не имеют собственного смысла и используются для того, чтобы составлять более сложную схему анализа данных. Исключение из этого правила — коэффициент вариации, который является мерой однородности данных.

Показатели вариации в статистике решение задач

Часто в статистике при анализе какого-либо явления или процесса необходимо учитывать не только информацию о средних уровнях исследуемых показателей, но и разброс или вариацию значений отдельных единиц, которая является важной характеристикой изучаемой совокупности.

В наибольшей степени вариации подвержены курсы акций, объемы спроса и предложения, процентные ставки в разные периоды времени и в разных местах.

Основными показателями, характеризующими вариацию, являются размах, дисперсия, среднее квадратическое отклонение и коэффициент вариации.

Размах вариации представляет собой разность максимального и минимального значений признака: R = Xmax – Xmin. Недостатком данного показателя является то, что он оценивает только границы варьирования признака и не отражает его колеблемость внутри этих границ.

Дисперсия лишена этого недостатка. Она рассчитывается как средний квадрат отклонений значений признака от их средней величины:

Упрощенный способ расчета дисперсии осуществляется с помощью следующих формул (простой и взвешенной):

Примеры применения данных формул представлены в задачах 1 и 2.

Широко распространенным на практике показателем является среднее квадратическое отклонение:

Среднее квадратическое отклонение определяется как квадратный корень из дисперсии и имеет ту же размеренность, что и изучаемый признак.

//www.youtube.com/watch?v=O4ePkX9_xaE

Рассмотренные показатели позволяют получить абсолютное значение вариации, т.е. оценивают ее в единицах измерения исследуемого признака. В отличие от них, коэффициент вариации измеряет колеблемость в относительном выражении – относительно среднего уровня, что во многих случаях является предпочтительнее.

– формула для расчета коэффициента вариации.

Примеры решения задач по теме «Показатели вариации в статистике»

Задача 1. При изучении влияния рекламы на размер среднемесячного вклада в банках района обследовано 2 банка. Получены следующие результаты:

1) для каждого банка: а) средний размер вклада за месяц; б) дисперсию вклада;

2) средний размер вклада за месяц для двух банков вместе;

3) Дисперсию вклада для 2-х банков, зависящую от рекламы;

4) Дисперсию вклада для 2-х банков, зависящую от всех факторов, кроме рекламы;

5) Общую дисперсию используя правило сложения;

6) Коэффициент детерминации;

7) Корреляционное отношение.

1) Составим расчетную таблицу для банка с рекламой. Для определения среднего размера вклада за месяц найдем середины интервалов. При этом величина открытого интервала (первого) условно приравнивается к величине интервала, примыкающего к нему (второго).

Средний размер вклада найдем по формуле средней арифметической взвешенной:

= 29 000/50 = 580 руб.

Дисперсию вклада найдем по формуле:

Аналогичные действия произведем для банка без рекламы:

2) Найдем средний размер вклада для двух банков вместе. Хср =(580×50+542,8×50)/100 = 561,4 руб.

3) Дисперсию вклада, для двух банков, зависящую от рекламы найдем по формуле: &#&63; 2 =pq (формула дисперсии альтернативного признака). Здесь р=0,5 – доля факторов, зависящих от рекламы; q=1-0,5, тогда &#&63; 2 =0,5*0,5=0,25.

4) Поскольку доля остальных факторов равна 0,5, то дисперсия вклада для двух банков, зависящая от всех факторов кроме рекламы тоже 0,25.

5) Определим общую дисперсию, используя правило сложения.

= [(580-561,4)250+(542,8-561,4)250] / 100= 34 596/ 100=345,96

>&#&63; 2 = &#&63; 2 факт + &#&63; 2 ост = 552,08+345,96 = 898,04

6) Коэффициент детерминации &#&51; 2 = &#&63; 2 факт / &#&63; 2 = 345,96/898,04 = 0,39 = 39% – размер вклада на 39% зависит от рекламы.

7) Эмпирическое корреляционное отношение &#&51; = √;&#&51; 2 = √0,39 = 0,62 – связь достаточно тесная.

Задача 2. Имеется группировка предприятий по величине товарной продукции:

Определить: 1) дисперсию величины товарной продукции; 2) среднее квадратическое отклонение; 3) коэффициент вариации.

1) По условию представлен интервальный ряд распределения. Его необходимо выразить дискретно, то есть найти середину интервала (х’). В группах закрытых интервалов середину найдем по простой средней арифметической. В группах с верхней границей – как разность между этой верхней границей и половиной размера следующего за ним интервала (200-(400-200):2=100).

В группах с нижней границей – суммой этой нижней границы и половины размера предыдущего интервала (800+(800-600):2=900).

Расчет средней величины товарной продукции делаем по формуле:

Хср = k×(((&#&31;((х’-a):k)×f):Σf)+a. Здесь а=500 – размер варианта при наибольшей частоте, k=600-400=200 – размер интервала при наибольшей частоте. Результат поместим в таблицу:

Итак, средняя величина товарной продукции за изучаемый период в целом равна Хср = (-5:37)×200+500=472,97 тыс. руб.

2) Дисперсию найдем по следующей формуле:

>&#&63; 2 = (33/37)*2002-(472,97-500)2 = 35 675,67-730,62 = 34 945,05

3) среднее квадратическое отклонение: &#&63; = ±√;&#&63; 2 = ±√34 945,05 ≈ ±186,94 тыс. руб.

4) коэффициент вариации: V = ((&#&63; /Хср)*100 = (186,94 / 472,97)*100 = 39,52%

Другие статьи по данной теме:

Список использованных источников

1. Белобородова С.С. и др. Теория статистики: Типовые задачи с контрольными заданиями. Екатеринбург: Изд-во Урал. гос. экон. ун-та, 2001;
2. Минашкин В.Г. и др. Курс лекций по теории статистики.

   / Московский международный институт эконометрики, информатики, финансов и права. – М., 2003;

3. Сизова Т.М. Статистика: Учебное пособие. – СПб.: СПб ГУИТМО, 2005;
4. Фёдорова Л.Н., Фёдорова А.Е.

   Методические указания по написанию контрольной работы по курсу «Статистика» для студентов экономических специальностей: УрГЭУ, 2007;

2012-2015 © Лана Забродская (в ). При копировании материалов сайта ссылка на источник обязательна

У инвестора имеется две альтернативы вложения денежных средств в деятельность торговых компаний А и В. Анализ показал, что рентабельность аналогичных компаний за последние 5 лет составила:

Исходя из критерия риска, выберите и обоснуйте наиболее предпочтительный для инвестора вариант (рассчитайте среднее квадратическое отклонение и коэффициент вариации).

Рассчитаем среднее значение рентабельности продаж по формуле средней арифметической простой:

Построим вспомогательную таблицу расчётных данных:

Средняя рентабельность продаж для организации А:

Средняя рентабельность продаж для организации В:

Дисперсия – это средняя арифметическая квадратов отклонений каждого значения признака от средней арифметической.

Расчёт дисперсии в дискретных рядах распределения производится по формуле:

Среднее квадратическое отклонение определим по формуле:

Коэффициент вариации рассчитывается по формуле:

По величине коэффициента вариации можно судить о степени вариации рентабельности продаж. Чем больше его величина, тем больше разброс значения признаков вокруг средней, тем более рискован проект.

Вложения денежных средств в деятельность торговой компании А подвержены большему риску, так как коэффициент вариации больше и он очень высокий. Поэтому для вложения денежных средств наиболее предпочтителен вариант инвестирования в деятельность торговой компании В.

Внимание, только СЕГОДНЯ!

Задача №6. Расчёт показателей вариации

По данным выборочного обследования произведена группировка вкладчиков по размеру вклада в Сбербанке города:

До 400	400 – 600	600 – 800	800 – 1000	Свыше 1000
32	56	120	104	88

Размер вклада, руб.Число вкладчиков

Определите:

1) размах вариации;

2) средний размер вклада;

3) среднее линейное отклонение;

4) дисперсию;

5) среднее квадратическое отклонение;

6) коэффициент вариации вкладов.

Решение:

Данный ряд распределения содержит открытые интервалы. В таких рядах условно принимается величина интервала первой группы равна величине интервала последующей, а величина интервала последней группы равна величине интервала предыдущей.

Величина интервала второй группы равна 200, следовательно, и величина первой группы также равна 200. Величина интервала предпоследней группы равна 200, значит и последний интервал будет иметь величину, равную 200.

200 – 400	400 – 600	600 – 800	800 – 1000	1000 – 1200
32	56	120	104	88

Размер вклада, руб.Число вкладчиков

1) Определим размах вариации как разность между наибольшим и наименьшим значением признака:

Размах вариации размера вклада равен 1000 рублей.

2) Средний размер вклада определим по формуле средней арифметической взвешенной.

Предварительно определим дискретную величину признака в каждом интервале. Для этого по формуле средней арифметической простой найдём середины интервалов.

Среднее значение первого интервала будет равно:

второго – 500 и т. д.

Занесём результаты вычислений в таблицу:

200-400	32	300	9600
400-600	56	500	28000
600-800	120	700	84000
800-1000	104	900	93600
1000-1200	88	1100	96800
Итого	400	–	312000

Размер вклада, руб.Число вкладчиков, fСередина интервала, хxf

Средний размер вклада в Сбербанке города будет равен 780 рублей:

3) Среднее линейное отклонение есть средняя арифметическая из абсолютных отклонений отдельных значений признака от общей средней:

Порядок расчёта среднего линейонго отклонения в интервальном ряду распределения следующий:

1. Вычисляется средняя арифметическая взвешенная, как показано в п. 2).

2. Определяются абсолютные отклонения вариант от средней:

3. Полученные отклонения умножаются на частоты:

4. Находится сумма взвешенных отклонений без учёта знака:

5. Сумма взвешенных отклонений делится на сумму частот:

Удобно пользоваться таблицей расчётных данных:

200-400	32	300	-480	480	15360
400-600	56	500	-280	280	15680
600-800	120	700	-80	80	9600
800-1000	104	900	120	120	12480
1000-1200	88	1100	320	320	28160
Итого	400	–	–	–	81280

Размер вклада, руб.Число вкладчиков, fСередина интервала, х 

Среднее линейное отклонение размера вклада клиентов Сбербанка составляет 203,2 рубля.

4) Дисперсия – это средняя арифметическая квадратов отклонений каждого значения признака от средней арифметической.

Расчёт дисперсии в интервальных рядах распределения производится по формуле:

Порядок расчёта дисперсии в этом случае следующий:

1. Определяют среднюю арифметическую взвешенную, как показано в п. 2).

2. Находят отклонения вариант от средней:

3. Возводят в квадрат отклонения каждой варианты от средней:

4. Умножают квадраты отклонений на веса (частоты):

5. Суммируют полученные произведения:

6. Полученная сумма делится на сумму весов (частот):

Расчёты оформим в таблицу:

200-400	32	300	-480	230400	7372800
400-600	56	500	-280	78400	4390400
600-800	120	700	-80	6400	768000
800-1000	104	900	120	14400	1497600
1000-1200	88	1100	320	102400	9011200
Итого	400	–	–	–	23040000

Размер вклада, руб.Число вкладчиков, fСередина интервала, х

5) Среднее квадратическое отклонение размера вклада определяется как корень квадратный из дисперсии:

6) Коэффициент вариации – это отношение среднего квадратического отклонения к средней арифметической:

По величине коэффициента вариации можно судить о степени вариации признаков совокупности. Чем больше его величина, тем больше разброс значений признаков вокруг средней, тем менее однородна совокупность по своему составу и тем менее представительна средняя.

Показатели вариации

Вариация – различие в значениях какого-либо признака у разных единиц данной совокупности в один и тот же период или момент времени.

К показателям вариации относятся:

I группа — абсолютные показатели вариации

• размах вариации
• среднее линейное отклонение
• дисперсия
• среднее квадратическое отклонение

II группа — относительные показатели вариации

• коэффициент вариации
• коэффициент  осцилляции
• относительное линейное отклонение

Самым элементарным показателем вариации признака является размах вариации R. Размах вариации показывает лишь крайние  (min, max) отклонения признака от общей средней.

Для анализа вариации необходим показатель, который отражает все колебания варьирующего признака и дает обобщенную характеристику.

Среднее линейное отклонение — средняя арифметическая абсолютных значений отклонений (модуль отклонений) отдельных вариантов от их средней арифметической:

1. для несгруппированных данных (простое)
2. для сгруппированных данных (взвешенное)

Дисперсияпризнака — средний квадрат отклонений вариантов от их средней величины, она вычисляется по формулам простой и взвешенной дисперсий:

1. Простая дисперсия для несгруппированных данных
2. Взвешенная дисперсия для вариационного ряда

Cвойства дисперсии:

1. если все значения признака уменьшить или увеличить на одну и ту же постоянную величину А- дисперсия не изменится; 
2. если все значения признака уменьшить или увеличить в одно и то же число раз (k раз), то дисперсия уменьшится или увеличится в k2  раз.

Используя второе свойство дисперсии, можно получить формулу вычисления дисперсии в вариационных рядах с равными интервалами по способу моментов:

где  i – величина интервала, X1 — новые (преобразованные) значения вариантов (А – условное начало, в качестве которого удобно использовать середину интервала или величину признака, обладающего наибольшей частотой.                   

1. Момент второго порядка
2. Квадрат момента первого порядка

Среднее квадратическое отклонение равно корню квадратному из дисперсии:

1. для несгруппированных данных (простое)
2. для вариационного ряда по сгруппированным данным (взвешенное)

Среднее квадратическое отклонение показывает, на сколько в среднем отклоняются отдельные варианты от их среднего значения.

 Среднее значение альтернативного признака и его дисперсия:

1. Среднее значение альтернативного признака
2. Дисперсия альтернативного признака

Подставив в формулу дисперсии q = 1 – p, получим:

Таким образом,  дисперсия альтернативного признака равна произведению доли единиц, обладающих данным признаком и доли единиц, не обладающих данным признаком.

Показатели относительного рассеивания

Для характеристики меры колеблемости изучаемого признака исчисляются показатели колеблемости в относительных величинах.

  Они позволяют сравнивать характер рассеивания в различных распределениях  (различные единицы наблюдения одного и того же признака в двух совокупностях, при различных значениях средних,  при сравнении  разноименных  совокупностей).

Расчет  показателей меры относительного рассеивания осуществляют как отношение абсолютного показателя рассеивания к  средней  арифметической, умноженное на 100%.

1. Коэффициент  осцилляции  отражает  относительную  колеблемость крайних значений признака вокруг общей средней.

2. Относительное линейное отклонение характеризует долю усредненного значения абсолютных отклонений (модуль отклонений) от средней величины.

3. Коэффициент вариации – отношение среднего квадратического отклонения к средней арифметической, применяется для сравнения вариаций различных признаков, используется как характеристика однородности совокупности. Совокупность считается однородной, если коэффициент вариации не превышает 33%.

Пример расчета абсолютных и относительных показателей вариации:

Распределение КФХ области по урожайности зерновых культур 

Группы хозяйств по урожайности (ц/га)	Середина интервала	Число хозяйств	Расчетные значения
Xi	ƒi	Xi ƒi	|Хi-Хср|	|Хi – Хср|*ƒi	(Χi-Χср)2	(Χi-Χср)2 *ƒi
9,1-15	12,1	2	24,20	12,44	24,87	154,641	309,28
15,1-21,1	18,1	31	561,1	6,44	199,50	41,415	1283,88
21,1-27,1	24,1	54	1301,40	0,44	23,52	0,190	10,24
27,1-33,1	30,1	30	903,00	5,56	166,94	30,964	928,92
> 33,1	36,1	7	252,7	11,56	80,95	133,738	936,17
Всего	X	124	3042,40	36,44	495,77	360,948	3468,48
Средние	X	X	24,54	X	4,00	27,97

Виды дисперсии, правило сложения дисперсий